PDF《中国农村贫 困状况的》

情形

2 与之相反 ;

情形

3 中, 贫困人 口 多集中于较高收人水平区间, 几乎没有人收人低于 巧0 元 ;

情形

4 之相 反,穷人的收人 状 况极 其恶 劣,没有人收人高于

150 元 如果计算上述

4 种情况的 贫困指数 , 尽管情形 1和2 的H指数(贫困发生率 ) 可能相同, 情形 3和4的H 指数可能相同, 情形 l和3!情形2 和4 的PG 指数(贫困距指数 )有可能相同, 但分布图却显示这4 种情况存在着本质差异 , 对应 扶贫政策也不尽相同? 因此 , 对 收人分 布的研究 是 十分 必要 的 分 布 曲线 的位置(position) !延展性(spread)和分布形态 (m e d a l i t y )能够展现很多有效信息 , 同时, 还有助于 扩宽研究范围 ) 仅需在分布图形相应位置上绘 制贫困线, 便可研究特定贫困线下的分布状况 由 于我国贫困线偏低 , 实际贫困人口可能多于官方数 据,在客观扶贫标准确定之前 , 很多低收人人 口可 能是 /潜在贫困人 口0, 故本文以农村低收人户作为 绘图样本 , 将收人高于贫困线的低收人人群纳入研 究范围, 兼顾不同贫困者的收人变动状况 这也体 现 了本 文另一 项研 究 价值 ) 尝试 建立 扶贫标准 与贫 困状况之间的联系 观察贫困线与收人分布 贫 困线 广气,几.肠.!!!气 ! ! / 飞共/密度尸/尸~飞,生. - 一~卜飞))情形III一一一~.情形222一一一一 一情形333~~~#一 一情形4443oo收人 水平 图2 相同贫困指数下贫困人口收入分布的几种不同情况 5管理世界6 (月刊)

20 13 年第l期 曲线之间的变动关系, 本文发现官方数据显示 的贫困人口持续减少的重要原因之一在于贫 困线不变或增速缓慢, 而这显然不是减少贫困 的合理方式 当然, 收人分布图形展现的结果 精确性较差 , 为弥补这一缺陷, 本文将给出相 应年份的贫困指数及其分解结果 , 佐证检验图 形结论 的稳健性 数据选取及处理方面, 本文选取了 5中国 农村住 户调查 年鉴 6提供 的农户

2 0 分组数 据 这是 目前可获取 的时序较长且具有全国 代表性 的农户收人数据 , 缺点是分组较为粗 糙 由于这组数据以家户为单位, 计算过程中 需要将家户数据转换成人头数据, 这种转换意 味着必须做 出家庭收人在家庭内部成员间平 均分配的强假定 而我们知道, 不同家庭成员 的人均纯收人并不相同, 这一处理必然令数据 精确度下降 此外, 该分组数据无法提供组内 各贫困人 口收入的精准信息 , 也会造成计算结 果的偏差 早期 , 学者广泛运用由Datt(1998) 提 出的(拟合 G Q 或者 Be t a 洛伦兹曲线 )方法 (林伯强 ,

200 3 )对该组数据进行拟合处理 , 但 由于2000 年后可获取数据在最高区间上的信 息不完整, 拟合结果往往是无效的;

王祖祥等 (2006 ) 曾经以该组数据为基础 , 利用二次样条 函数逼近法求解农村居民收人分布的密度函 数,得出洛伦兹曲线的具体形式, 该方法较为 科学, 但假设农村居民收人服从帕累托分布 , 主观性较 强,且帕累托 分布被证 明不适用 于低 收人人 口分布(Cowell et al.,

1996 :康璞 ! 蒋翠 侠,2009 );

还有学 者假定农村 居民收入分 布服 从对数 正态分布 , 使用 回归方 法估 算该组数据 的洛伦兹曲线 (胡兵等,

200 7 ;

万广华 ! 章元 ,

2 0

0 9 ;

康璞 ! 蒋翠侠 ,

200 9 ), 但仍旧限于高收入 阶层收人 分布 的模 糊性 而带有不确定 性.? 为弥补上 述不足,本文选用由Sh o r r o c k, 和Wan(2008 ) 提 出的分组数 据再构造方法 , 并在后 文证明利用该方法处理数据更 为合 理 全文以下四部分 第二部分是数据处理和 研 究方法介 绍 ;